Ce travail s’intéresse à deux stratégies motivationnelles particulières permettant de gérer efficacement les situations d’accomplissement. L’une, le pessimisme défensif (Norem & Cantor, 1986a ; 1986b), est utilisée lorsque la crainte de l’échec est forte mais l’envie de réussir importante. S’apparentant aux stratégies d’autohandicap par l’anxiété ressentie (Jones & Berglas, 1978 ; Tice & Baumester, 1990), elle permet d’exploiter les affects négatifs, par la quantité d’effort fourni.

L’aspect défensif de cette stratégie provient de la contradiction entre les réussites passées et les basses attentes quant au succès (Thompson & Le Fevre, 1999). Elle sert donc deux buts fondamentaux : 1) se protéger contre un échec éventuel, en s’y préparant, et 2) se motiver en augmentant l’effort afin de réussir la tâche et augmenter le plaisir d’avoir bien fait (Showers & Ruben, 1990). Ainsi, anxiété et faible confiance en soi ne s’apparentent pas, comme c’est souvent le cas, à une contre-performance (Weinberg & Gould, 1997), et sont considérées comme des déclencheurs motivationnels (Thompson & Le Fevre, 1999). Elles sont donc contrôlées, passant de l’état de frein à celui de force motivationnelle, par l’augmentation de l’attention consécutive à la diminution des croyances de réussite.

À l’inverse, la stratégie de l’optimisme (Norem & Cantor, 1986a ; 1986b) est utilisée par des individus dont la confiance en soi est élevée, l’anxiété faible et qui rejettent toute possibilité d’échec. Le résultat est souvent associé à un sentiment de contrôle et la perception qu’ils ont de leurs capacités est assez proche de la réalité. L’échec serait imputé à des causes externes afin de protéger l’estime de soi (Norem, 2000).

Les pessimistes défensifs [1] sont plus performants dans les situations nécessitant une mise à l’épreuve de leurs compétences (Norem & Illingworth, 1993 ; Thompson & Le Fevre, 1999 ; Spencer & Norem, 1996). Il en est de même pour les optimistes, tant que rien ne vient directement les contraindre à se remettre en question. Ainsi, Taylor et Brown (1988) ont suggéré que l’optimisme s’apparente à une modification des informations négatives. Tant que rien ne vient contrarier l’image qu’il a de lui-même, l’optimiste ne cherchera pas à s’interroger sur le déroulement de la tâche, sa confiance en ses capacités le protégeant des affects négatifs. Cette stratégie motivationnelle d’évitement des informations négatives a pour but de protéger une estime de soi parfois surévaluée en évitant toute réflexion (Norem & Illingworth, 1993).

Nous proposons une validation transculturelle adaptée au domaine sportif du questionnaire de présélection de l’optimisme et du pessimisme défensif (OPPQ ; Norem & Cantor, 1986a) utilisé pour le domaine universitaire. Cet outil devrait permettre de mieux cerner les orientations stratégiques des sportifs face à la compétition mais aussi à l’anxiété. Car les affects négatifs n’induisent pas forcément un mauvais résultat et certains individus, en supposant l’éventualité d’un échec, se protègent voire se motivent. D’autres, au contraire, évitent toute anticipation, sont confiants et se protègeront après coup en cas d’insuccès.

L’OPPQ se compose de neuf affirmations relatives aux études suivant une échelle en 11 points. Un score d’optimisme-pessimisme s’obtient en soustrayant la somme des items pessimistes (1, 4, 6, et 8) à celle des items optimistes (2, 5, 7, et 9). L’item 3, relatif à l’évaluation subjective du succès, est décisif dans la détection des deux stratégies puisque seuls sont retenus les individus reconnaissant leur réussite après coup. Il n’entre pas dans les calculs du score.

La validation de l’instrument s’est déroulée selon cinq des sept étapes édictées par Vallerand (1989) afin de valider des outils anglophones en langue française : création d’une version préliminaire, évaluation de la version préliminaire, et vérification de la clarté des items par rapport à la population cible (Étude 1), calcul de la consistance interne et de la fidélité de l’outil (Étude 2), évaluation de la validité de « construit » de l’instrument (Étude 3) [2].

Cette version préliminaire comprend neuf items relatifs au sport de compétition et non plus au domaine universitaire. Les réponses s’évaluent sur une échelle de type Likert allant de 1 = « aucun rapport avec moi » à 11 = « tout à fait moi ». Conformément à l’OPPQ, l’item 3 « Jusqu’à présent, j’ai généralement bien réussi mes compétitions » permet de sélectionner les sportifs qui considèrent avoir une expérience passée favorable. Il n’entre donc pas en compte dans les analyses statistiques.

Une analyse factorielle exploratoire a confirmé ce qu’ont exprimé les sportifs interrogés en révélant trois facteurs distincts au lieu des deux escomptés. Après remaniements, un échantillon de vingt affirmations concernant les pôles optimistes et pessimistes, consécutives aux débriefings et validées par des psychologues du sport, a été présenté à 37 sportifs de haut niveau. Une réunion de type comité a permis de créer, par analyse en composantes principales, un Questionnaire de Présélection de l’Optimisme et du Pessimisme (QPOP), composé de 13 items (6 optimistes, 6 pessimistes). Le dernier, « Jusqu’à présent, j’ai généralement bien réussi mes compétitions », correspond à l’évaluation subjective de l’expérience passée (item 3 de la version anglaise). Une échelle de 1 = « pas du tout mon cas », à 6 = « tout à fait mon cas » a été substituée à l’échelle de 1 à 11 afin de faciliter la spontanéité des réponses, en tenant compte des observations des auteurs (Norem & Illingworth, 1993).

L’ACP a mis en évidence deux facteurs sur lesquels se répartissent favorablement les 12 items correspondant aux pôles optimiste et pessimiste (l’item 13 n’entrant pas dans l’analyse). Chaque facteur explique respectivement 38,1 % et 12,8 % de la variance (cf. tableau 1). D’une valeur propre supérieure à 1, ils peuvent tous deux être retenus (Kaiser, 1960).

Tableau 1
Résultats de l’Analyse en Composantes Principales (Rotation Oblimin)

La consistance interne est satisfaisante pour les deux sous-échelles, respectivement α = .80 pour la sous-échelle pessimisme et .79 pour la sous-échelle optimisme.

Afin d’évaluer la validité du modèle proposé, plusieurs indices d’ajustement ont été utilisés : le χ², indicateur du niveau de correspondance entre une structure factorielle proposée et les données collectées (Marsh, Balla & McDonald, 1988), le Goodness-of-Fit Index (GFI ; Jöreskog & Sörbom, 1993), le Comparative Fit Index (CFI ; Bentler, 1990), et le Tucker-Lewis Index (TLI ; McDonald & Marsh, 1990). Une règle empirique communément acceptée consiste à considérer le modèle comme correct quand ces indices sont supérieurs ou égaux à .90. Le Root Mean Square Residual (RMSR ; Rupp & Segall, 1989), mesure de la moyenne des variances et covariances résiduelles, a aussi été calculé. Selon les auteurs, une valeur comprise entre .05 et .1 reste correcte.

Pour l’ensemble des participants, les indices d’ajustement confirment la structure bidimensionnelle du modèle : χ² (53) = 103.30, p < .001, GFI = .96, TLI = .90, CFI = .91 et RMSR = .07 (cf. figure 1).

L’AFC menée sur la population « jeunes » indique une adéquation satisfaisante entre les données et le modèle proposé : χ² (53) = 103.52, p < .001, GFI = .94, TLI = .90, CFI = .91 et RMSR = .08. Les mêmes remarques peuvent être faites concernant le groupe « adultes » : χ² (53) = 111.84, p < .001, GFI = .94, TLI = .89, CFI = .90 et RMSR = .10. Les résultats de l’analyse sur groupes multiples indiquent qu’il n’existe pas de différence significative entre ces deux groupes concernant les différents paramètres (i.e., structure factorielle, coefficients de pistes causales, corrélations, variances et covariances, variances résiduelles) du modèle : c² (131) = 149.36, p < .001, GFI = .92, TLI = .89, CFI = .90 et RMSR = .10.

Dans leur ensemble, les résultats attestent d’une validité de construit satisfaisante de l’outil destiné tant à des adolescents qu’à des sportifs adultes (cf. tableau 2).

Tableau 2
Questionnaire de présélection des optimistes et des pessimistes (QPOP)

Le QPOP se compose donc d’un pôle optimiste (items 1, 3, 5, 7, 9, et 11) et d’un pôle pessimiste (items 2, 4, 6, 8, 10, et 12), l’item 13 permettant d’apprécier la reconnaissance de la réussite passée. Les participants obtiennent un score d’« optimisme-pessimisme » en soustrayant la somme des items optimistes à la somme des items pessimistes.

Conformément à la littérature (Norem & Cantor, 1986a), les stratégies motivationnelles ont été déterminées par le calcul des premier et troisième quartiles de la distribution de 807 sportifs (400 hommes et 407 femmes). Le groupe optimiste se situe donc dans une catégorie de points allant de 20 à 30 (N = 124) avec une réponse à l’item 13 de 5 « presque mon cas » ou 6 « tout à fait mon cas ». Les pessimistes défensifs (N = 36) auront le même type de réponse pour l’item 13, mais un score d’optimisme-pessimisme compris entre -1 et -30.

Après démonstration et trois jets d’essai, chaque participant a participé aléatoirement à une première série de trois jeux (3 x 3 lancers). Chaque quille tombée équivalait à un point et chaque jeu réussi (une seule quille restante sur six) huit points. Le premier tour terminé et les résultats annoncés, une seconde série de trois jeux a été réalisée. Afin de contrôler le recours à une stratégie de visualisation mentale ou tout autre type d’entraînement, deux fiches d’anagrammes ont été présentées aux participants entre les deux séries, avec la consigne que toute fiche non remplie entraînerait l’élimination du tournoi (ce qui a été vérifié avant l’analyse des résultats).

Les états d’anxiété et de confiance en soi ont été appréciés par l’Échelle d’État d’Anxiété en Compétition (Cury, Sarrazin, Pérès & Famose, 1999), présentée entre les deux séries de jeux. Ce questionnaire, validation française du CSAI-2 (Martens, Vealey & Burton, 1990), se compose de trois sous-échelles mesurant les états d’anxiété somatique (α = .75), cognitive (α = .86) et de confiance en soi (α = .86) en compétition sur une échelle allant de 1 « pas du tout » à 4 « beaucoup ».

Les participants présélectionnés par le QPOP semblent donc s’être comportés conformément aux prédictions théoriques puisque les pessimistes défensifs affichent une anxiété élevée et une confiance en soi plus faible que les optimistes. Cela malgré des résultats identiques [score moyen = 11.40 (ET = 5.30) pour les optimistes et 12.13 (ET = 2.80) pour les pessimistes défensifs] lors de la première série de trois jeux [t(10,8) = -.35, ns].

La comparaison des résultats obtenus lors de la seconde série de trois jeux [score moyen = 12.10 (ET = 4.04) pour les optimistes et 14.88 (ET = 4.94) pour les pessimistes défensifs] offre un support supplémentaire à la validité de construit du QPOP. En effet, la stratégie du pessimisme défensif semble avoir correctement fonctionné puisque nous ne trouvons pas de différence avec l’optimisme et ce malgré les affects négatifs [t(10,8) = -1.31, ns].

Au regard des scores moyens (cf. figure 2), les pessimistes défensifs semblent même avoir progressé entre les deux séries (12.13 vs 14.88) contrairement aux optimistes (11.40 vs 12.10). Les analyses menées en ce sens ne confirment pas ces impressions [t (7) = -1.68, ns pour les pessimistes défensifs et t(9) = -.34, ns pour les optimistes]. Mais les tests post hoc de Fisher (LSD) montrent des différences entre les jeux des pessimistes défensifs, notamment pour le premier jeu de la série 1 (score moyen = 3.63, ET = .71) et le dernier jeu de la série 2 (score moyen = 5.88, ET = .90 ; p < .04), ce qui n’est pas le cas pour les optimistes.

Ces résultats supportent l’idée selon laquelle les pessimistes défensifs utilisent leur anxiété, en accentuant leur attention sur la tâche à accomplir et leur effort. Les optimistes, au contraire, semblent se contenter de leur assurance, ce qui aurait parfois tendance à les desservir (Norem, 2000).

La validité de construit du questionnaire a été attestée par des analyses factorielles exploratoires et confirmatoires, et des corrélats de construit conformes à la théorie. Ainsi, les résultats obtenus lors des deux premières études indiquent et supportent la structure bidimensionnelle du QPOP, que ce soit pour une population de sportifs enfants ou adultes. L’utilisation de l’instrument dans l’étude 3 a permis de reproduire des données extraites de la littérature. Les résultats montrent une adéquation entre les deux stratégies mises en évidence par le questionnaire, à savoir le pessimisme défensif et la stratégie de l’optimisme. Si les pessimistes défensifs reconnaissent une anxiété élevée et une faible confiance en soi, cela ne semble en rien gêner leur performance au regard de celle des optimistes (Norem, 2000).

Ces études semblent donc démontrer les propriétés psychométriques du QPOP qui pourraient en faire un outil très pertinent pour les recherches futures dans le domaine du sport de compétition. Moins connues et étudiées que les stratégies d’autohandicap (Jones & Berglas, 1978 ; Tice & Baumester, 1990), les stratégies de l’optimisme et du pessimisme défensif ont l’avantage de favoriser la réussite, qu’il y ait ou non manifestation d’anxiété. Or, si ces stratégies se trouvent être utilisées par des sportifs de haut niveau, leur détection pourrait peut-être éviter l’échec de certaines techniques de préparation mentale. En effet, les pessimistes défensifs ont besoin des affects négatifs et de l’anticipation pour renforcer leur attention. Prévoir le déroulement de la compétition serait au contraire néfaste pour les optimistes, la réflexion ne s’accordant pas avec leur stratégie (Norem, 2000). Détecter ces stratégies serait donc une aide précieuse pour la préparation à la compétition de certains athlètes qui pourraient, à première vue, sembler trop anxieux ou trop confiants.